睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)配置的影響

黃月秋，逯 進(jìn)，王恩澤，田雨琦

（1.青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島266071；2.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢430072；3.中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京100872）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)的投資組合理論認(rèn)為，無(wú)論投資者的財(cái)富水平與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度如何，家庭都應(yīng)將部分財(cái)產(chǎn)置于風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)中，并通過(guò)市場(chǎng)組合進(jìn)行理性投資以獲取風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。然而事實(shí)上，即使不存在參與限制，許多家庭也不會(huì)選擇參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，或者在參與時(shí)并不選擇持有多樣化投資組合。風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)中“有限參與”的現(xiàn)象在各個(gè)國(guó)家?guī)缀醵加兴w現(xiàn)。在中國(guó)，這一現(xiàn)象尤為顯著，有數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的程度遠(yuǎn)低于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家。到底是哪些因素導(dǎo)致了“有限參與之謎”？這成為許多學(xué)者關(guān)心與研究的問(wèn)題。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外大量研究從經(jīng)濟(jì)因素、認(rèn)知因素、社會(huì)因素和環(huán)境因素等方面對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了解釋。然而梳理與審視既有研究，一個(gè)有趣但被忽視的現(xiàn)象是，經(jīng)濟(jì)個(gè)體的生活方式以及時(shí)間分配等變動(dòng)明顯，這可能會(huì)對(duì)居民家庭在金融市場(chǎng)的投資決策行為產(chǎn)生影響。進(jìn)一步思考，如果將從睡眠中獲得的精力視為一種資源，那么睡眠質(zhì)量就會(huì)對(duì)個(gè)體的時(shí)間分配與生活方式產(chǎn)生影響，并進(jìn)一步影響到投資行為?；谶@一基礎(chǔ)性觀察和思考，本文設(shè)想睡眠質(zhì)量可能是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資決策的一個(gè)重要因素。從各國(guó)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)看，經(jīng)濟(jì)的繁榮會(huì)提升人們的生活水平，由此會(huì)進(jìn)一步引致個(gè)體愈加重視自身的健康問(wèn)題。睡眠是維持人體生命活動(dòng)重要的行為基礎(chǔ)，對(duì)個(gè)體的身心健康發(fā)揮著極為關(guān)鍵的調(diào)節(jié)作用。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的背景下，社會(huì)、行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)持續(xù)加劇、城市發(fā)展節(jié)奏與生活節(jié)奏的加快使得人們的生活壓力持續(xù)增加，這是影響睡眠質(zhì)量的重要原因。根據(jù)2019年世界睡眠日的流行病學(xué)調(diào)查顯示，我國(guó)有各類睡眠障礙與睡眠問(wèn)題的人數(shù)約占總?cè)丝诘?8.2%，這意味著有近5億中國(guó)人有睡眠障礙。2019年《中國(guó)睡眠指數(shù)報(bào)告》結(jié)果顯示，49.2%的中國(guó)居民有嚴(yán)重的睡眠問(wèn)題，且這一比重持續(xù)上升，國(guó)民的睡眠問(wèn)題日益嚴(yán)峻。根據(jù)世界衛(wèi)生組織調(diào)查，目前全球的睡眠障礙率達(dá)27%，即全球約有20.5億人存在不同程度的睡眠問(wèn)題。中國(guó)居民的睡眠質(zhì)量比全球平均水平更差，睡眠疾病發(fā)生率遠(yuǎn)高于世界平均水平。日益嚴(yán)峻的睡眠問(wèn)題對(duì)個(gè)人、家庭與社會(huì)產(chǎn)生了一系列影響。一方面，睡眠質(zhì)量的變化會(huì)對(duì)人們的收入水平（Gibson&Shrader，2014[1]；魏翔、李偉，2015[2]）、健康水平（Furihata et al.，2012[3]；Ensrud et al.，2012[4]；孫陽(yáng)等，2006[5]；于旭寶等，2019[6]）、認(rèn)知能力（Walker&Stickgold，2004[7]；Bayard&Dauvilliers，2013[8]；劉曉婷等，2019[9]；Frings et al.，2012[10]）產(chǎn)生影響，并且個(gè)體睡眠質(zhì)量和心理之間存在相互作用（Bosse-Henck et al.，2015[11]；Kaida et al.，2015[12]；Short&Weber，2018[13]；劉文等，2018[14]；Kales&Vgontzas，1992[15]）。另一方面，投資者的收入水平（Heaton&Lucas，2000[16]；史代敏、宋艷，2005[17]；徐佳、譚婭，2016[18]）、健康水平（Rosen&Wu，2004[19]；雷曉燕、周月剛，2010[20]；吳衛(wèi)星等，2011[21]）、認(rèn)知能力（孟亦佳，2014[22]；崔穎、劉宏，2019[23]）與個(gè)體心理（李濤、張文韜，2015[24]；息晨，2019[25]；王恩澤、逯進(jìn)，2019[26]）都會(huì)影響家庭在風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的投資參與。因此，結(jié)合既有的研究思路，本文初步構(gòu)建如下邏輯關(guān)系：睡眠質(zhì)量會(huì)影響投資者的收入水平、健康水平、認(rèn)知能力與個(gè)體心理，這幾個(gè)方面將進(jìn)一步對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。這一邏輯關(guān)系體現(xiàn)出睡眠質(zhì)量的價(jià)值，而整個(gè)影響過(guò)程對(duì)探尋睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的關(guān)系，具有很強(qiáng)的實(shí)踐意義。目前國(guó)內(nèi)還沒(méi)有文獻(xiàn)對(duì)這一邏輯問(wèn)題進(jìn)行研究，因此本文嘗試從睡眠質(zhì)量這一新角度出發(fā)，解釋我國(guó)家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)中的“有限參與”現(xiàn)象，進(jìn)而對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資決策提供新的理論證據(jù)與解釋。

二、變量定義以及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選取

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心發(fā)布的“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS于2010年正式開(kāi)始進(jìn)行基線調(diào)查，并在2012、2014、2016、2018年進(jìn)行了追蹤調(diào)查。問(wèn)卷涵蓋五種主題問(wèn)卷：成人問(wèn)卷、少兒?jiǎn)柧怼⒕用駟?wèn)卷、家庭問(wèn)卷和家庭成員問(wèn)卷。調(diào)查對(duì)象包括除西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古和海南以外的中國(guó)大陸25個(gè)省∕直轄市∕自治區(qū)的16000戶家庭及家庭成員，問(wèn)卷調(diào)查內(nèi)容涉及家庭結(jié)構(gòu)、人口特征、經(jīng)濟(jì)狀況、工作生活、主觀認(rèn)知等方面。本文將CFPS2016和CFPS2018的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理與組合，通過(guò)“財(cái)務(wù)決策人ID”將成人問(wèn)卷與家庭問(wèn)卷進(jìn)行匹配，在剔除部分缺失、不適用以及極端值等數(shù)據(jù)后，形成有效的平衡短面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1.解釋變量

借鑒已有研究并結(jié)合睡眠狀況自評(píng)量表（SRSS）和匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)（PSQI）對(duì)睡眠質(zhì)量的評(píng)價(jià)方法，本文認(rèn)為睡眠質(zhì)量可通過(guò)個(gè)體對(duì)睡眠質(zhì)量的主觀評(píng)價(jià)來(lái)反映。為此，我們從CFPS問(wèn)卷中篩選出“我睡得不好”這一問(wèn)題。受訪者的回答共有四個(gè)層級(jí)，通過(guò)該問(wèn)題，我們得到財(cái)務(wù)決策者對(duì)睡眠質(zhì)量的主觀評(píng)價(jià)并分別賦值。具體賦值為：幾乎沒(méi)有（不到一天）為4、有些時(shí)候（1～2天）為3、經(jīng)常有（3～4天）為2、大多數(shù)時(shí)候有（5～7天）為1，得分越高表明受訪者的睡眠質(zhì)量越好。

2.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度。持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度衡量了家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的意愿，即選擇是否持有；而持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的深度衡量的則是家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有比重，即在家庭總資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的所占比例。本文定義風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的范圍包括：股票、政府債券、基金、金融衍生品及其他風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)。在變量設(shè)計(jì)上，選擇了“是否持有金融產(chǎn)品”這一問(wèn)題衡量家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度，將回答“是”賦值為1，“否”賦值為0，參與選擇是虛擬變量；同時(shí)定義家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的深度為其占家庭總資產(chǎn)的比率，取值介于0到1之間，參與深度為連續(xù)變量。

3.控制變量選取

參考既有文獻(xiàn)，本文選擇如下控制變量：家庭規(guī)模、財(cái)務(wù)決策人年齡、財(cái)務(wù)決策人性別（男為1、女為0）、財(cái)務(wù)決策人婚姻狀況（在婚、有配偶、同居為1，其余為0）、財(cái)務(wù)決策者是否受高等教育（專科及?？埔陨蠟?，其余為0）、工作時(shí)間、鍛煉頻率、是否負(fù)債（有待償貸款為1、無(wú)待償貸款為0）、是否自有房產(chǎn)（擁有完全產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)為1、其余為0）、居住支出費(fèi)用（家庭過(guò)去12個(gè)月居住支出費(fèi)用的對(duì)數(shù)值）、醫(yī)療保健費(fèi)用（家庭過(guò)去12個(gè)月醫(yī)療保健費(fèi)用的對(duì)數(shù)值）、家庭總資產(chǎn)（家庭總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值）、家庭年收入（家庭過(guò)去12個(gè)月收入的對(duì)數(shù)值）、家庭年支出（家庭過(guò)去12個(gè)月支出的對(duì)數(shù)值）。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型設(shè)定

首先，考慮到風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)選擇的廣度為二值虛擬變量，為此本文使用Probit模型設(shè)定如下基準(zhǔn)模型，考察睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與決策的影響。

其次，由于持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)深度為截?cái)嗟氖芟拮兞?，因此，本文?gòu)建面板Tobit模型設(shè)定如下基準(zhǔn)模型，考察睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)深度的影響：

其中：Probit(Allocationi=1)表示家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，Tobit(Allocationi)表示家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的比重。Xi代表受訪財(cái)務(wù)決策者的睡眠質(zhì)量，ci表示包括財(cái)務(wù)決策者和家庭特征兩方面的系列控制變量。

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

經(jīng)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)所得結(jié)論并不存在顯著差異，但考慮到本文所采用的面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度短、截面?zhèn)€體多，故對(duì)于此類數(shù)據(jù)而言，采用隨機(jī)效應(yīng)得出的結(jié)論可信度和準(zhǔn)確度更高。如下，本文首先基于式（1）、（2）分別對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度進(jìn)行回歸，討論睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的參與概率、投資比重所產(chǎn)生的影響，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 睡眠質(zhì)量對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度和深度影響的估計(jì)結(jié)果

表2中Probit回歸結(jié)果表明，在控制財(cái)務(wù)決策者和家庭特征兩類變量后，睡眠質(zhì)量與家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度之間呈現(xiàn)強(qiáng)烈的正相關(guān)性。第（1）列中，睡眠質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)為正且在5%水平上顯著，說(shuō)明睡眠質(zhì)量的改善會(huì)推動(dòng)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)，提高家庭投資風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的積極性。第（2）列結(jié)果顯示，睡眠質(zhì)量的邊際影響為0.0046，5%水平下顯著，這表明睡眠質(zhì)量每提高一個(gè)層級(jí)，家庭選擇持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率將提高0.46個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，Tobit回歸結(jié)果顯示，在控制相關(guān)變量后，睡眠質(zhì)量還會(huì)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的深度產(chǎn)生顯著的正向影響。第（3）列中，睡眠質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)為正且顯著水平為1%，說(shuō)明在家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融投資后，睡眠質(zhì)量的改善使居民家庭進(jìn)一步增加風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資份額。第（4）列中給出了睡眠質(zhì)量的邊際效應(yīng)為0.0017，在1%水平下顯著，這說(shuō)明睡眠質(zhì)量每增加一個(gè)層級(jí)，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的比重將會(huì)增加0.17個(gè)百分點(diǎn)。綜上，睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間存在顯著相關(guān)性，即睡眠質(zhì)量的改善會(huì)提高家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的參與概率，且在家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資后，睡眠質(zhì)量的提高會(huì)進(jìn)一步增加家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有比重。

觀察控制變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)務(wù)決策者特征和家庭特征普遍會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。就財(cái)務(wù)決策者特征而言，首先，財(cái)務(wù)決策者為男性，會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著負(fù)向影響；而財(cái)務(wù)決策者的婚姻狀況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的負(fù)向影響只在參與深度上顯著。其次，財(cái)務(wù)決策者的受教育程度和鍛煉頻率與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。最后，財(cái)務(wù)決策者的年齡與工作時(shí)間并不會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響。就家庭特征層面的控制變量而言，家庭資產(chǎn)規(guī)模與收支水平的提高都會(huì)促進(jìn)家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置，但家庭規(guī)模的擴(kuò)大與家庭自有房產(chǎn)卻會(huì)降低家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度，而家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置對(duì)家庭負(fù)債水平、居住支出和醫(yī)療保健支出水平并不敏感。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.不同職業(yè)

考慮到不同職業(yè)群體的職業(yè)特性與工作環(huán)境可能會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置造成差異化影響，本文對(duì)不同職業(yè)群體中睡眠質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的關(guān)系進(jìn)行再估計(jì)，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 基于不同職業(yè)群體的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，考慮到金融行業(yè)的從業(yè)人員可能其本身工作就與資本市場(chǎng)聯(lián)系較為緊密，所以在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文剔除了從事金融行業(yè)——銀行、保險(xiǎn)、會(huì)計(jì)和審計(jì)行業(yè)的相關(guān)受訪人員，回歸結(jié)果如表3中A部分所示，可見(jiàn)回歸結(jié)果顯著為正，與前文基本一致。其次，考慮到如公務(wù)員等有編制的體制內(nèi)人員，在參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)市場(chǎng)時(shí)可能會(huì)受到限制，所以，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文剔除了職業(yè)為黨群組織、國(guó)家機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作人員等相關(guān)體制內(nèi)人員的受訪樣本，回歸結(jié)果如表3中B部分所示，回歸結(jié)果基本沒(méi)有發(fā)生變化，仍顯著為正。最后，本文同時(shí)剔除金融行業(yè)與體制內(nèi)的從業(yè)人員受訪樣本，回歸結(jié)果如表3中部分所示，回歸結(jié)果依然顯著為正，與前文保持一致。上述結(jié)果表明，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.截面數(shù)據(jù)

由于2014年的調(diào)查問(wèn)題與本文的主要變量并不匹配，故本文采用CFPS2012的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度與深度的影響?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4的第（1）、（3）列中睡眠質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)相較于基準(zhǔn)回歸略有降低，但仍顯著為正，說(shuō)明睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度均有顯著的正向促進(jìn)作用。第（2）、（4）列中，睡眠質(zhì)量的邊際效應(yīng)分別為0.0056和0.0013，顯著程度分別為5%和1%，表明邊際效應(yīng)與前文結(jié)果基本一樣。綜合看，采用CFPS2012年的數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果與前文基本一致，證明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

小結(jié)：綜合表3、表4的回歸結(jié)果，本文的回歸估計(jì)具有嚴(yán)謹(jǐn)性與穩(wěn)健性。睡眠質(zhì)量的提高會(huì)促進(jìn)家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)中的投資參與程度。在廣度上，睡眠質(zhì)量的改善會(huì)提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的可能性，即睡眠質(zhì)量越好，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的概率越大；在深度上，睡眠質(zhì)量的提高會(huì)增加家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資比重，即睡眠質(zhì)量越好，家庭投資風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的比例越高。

表4 截面數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

為解決基準(zhǔn)回歸模型中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)考慮到日落時(shí)間的差異會(huì)對(duì)各地區(qū)居民的睡眠時(shí)長(zhǎng)產(chǎn)生影響（Gibson&Shrader，2014）[1]，故選取日照時(shí)長(zhǎng)作為睡眠質(zhì)量的工具變量，并以兩階段最小二乘法（2SLS）展開(kāi)估計(jì)。其中，日落時(shí)間數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)中心。

內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，第一階段回歸結(jié)果顯示F值為37.61，日照時(shí)長(zhǎng)與睡眠質(zhì)量之間具有顯著相關(guān)性，因此不存在弱工具變量的問(wèn)題。同時(shí)，表5結(jié)果表明，對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度來(lái)說(shuō)，睡眠質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)分別為0.8083和0.2748，且都在5%水平上顯著，這表明睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置仍具有正向促進(jìn)作用。此外，加入工具變量后的估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)存在差異，可見(jiàn)選取睡眠時(shí)長(zhǎng)作為工具變量是合適的，并在一定程度上解決了內(nèi)生性問(wèn)題。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

四、機(jī)制分析

由前文分析可知，睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間有顯著的相關(guān)性，具體表現(xiàn)為：睡眠質(zhì)量的提高會(huì)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資參與，并且會(huì)提高家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資比重。如下我們將進(jìn)一步探討睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制。

（一）中介機(jī)制

受前述文獻(xiàn)梳理啟發(fā)，本文設(shè)想，睡眠質(zhì)量可能會(huì)通過(guò)收入水平、健康水平、認(rèn)知能力的傳導(dǎo)而間接作用于家庭風(fēng)險(xiǎn)投資行為，如果這一設(shè)想成立，那么在睡眠質(zhì)量和家庭風(fēng)險(xiǎn)投資之間就存在明確的傳導(dǎo)機(jī)制。事實(shí)是這樣嗎？

為驗(yàn)證上述設(shè)想，本文引入收入水平、健康水平和認(rèn)知能力作為中介變量。采用家庭過(guò)去12個(gè)月的收入的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量收入水平；借鑒吳衛(wèi)星等（2011）[1]對(duì)健康水平的定義，當(dāng)受訪者的健康水平為“非常差”或“較差”時(shí)賦值為0，否則為1；參考孟亦佳（2014）[22]的經(jīng)驗(yàn)，將問(wèn)卷中的“字詞識(shí)記”得分和“數(shù)學(xué)能力”得分進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后加總，以衡量財(cái)務(wù)決策者的認(rèn)知能力。

借鑒既有研究（溫忠麟等，2004）[27]，設(shè)定如下中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停浩渲?，Mit為中介變量，其他變量與基準(zhǔn)回歸一致?；鶞?zhǔn)回歸已驗(yàn)證了睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的關(guān)系，故首先使用OLS法對(duì)式（3）進(jìn)行回歸，其目的在于確定中介變量與核心解釋變量的關(guān)系。爾后通過(guò)Probit和Tobit模型對(duì)式（4）、（5）進(jìn)行估計(jì)，考察中介變量對(duì)被解釋變量的影響。如果β1、β2、λ3都顯著，則中介效應(yīng)存在，否則需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)以確定是否存在中介效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6～表8。

1.收入水平

考慮到收入水平與睡眠質(zhì)量和家庭風(fēng)險(xiǎn)投資之間的關(guān)系，本文引入收入水平進(jìn)行回歸估計(jì)，以檢驗(yàn)睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資間是否存在收入水平這一傳導(dǎo)機(jī)制。結(jié)果如表6所示。

表6 收入水平－中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表6第（1）列匯報(bào)了第一步的回歸結(jié)果，結(jié)果表明睡眠質(zhì)量與投資者收入水平之間呈顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.0609，并在1%的置信水平下顯著。這說(shuō)明睡眠質(zhì)量的改善將會(huì)提高人們的收入水平。進(jìn)一步觀察表6發(fā)現(xiàn)，收入水平對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度的估計(jì)系數(shù)分別為0.7315和0.0043、邊際影響分別為0.0277和0.0017。這說(shuō)明收入水平提高會(huì)促進(jìn)家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的投資參與，這與已有研究結(jié)論一致（Heaton&Lucas，2000[16]；史代敏、宋艷，2005[17]）。表6結(jié)果進(jìn)一步表明，睡眠質(zhì)量仍會(huì)顯著提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度。故大致可形成如下影響途徑：個(gè)體的睡眠質(zhì)量越好，其工作效率越高且獲得更高收入的可能性越大（Gibson&Shrader，2014）[1]，而家庭收入作為家庭財(cái)富的重要來(lái)源，與家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間存在緊密聯(lián)系，具體表現(xiàn)為家庭的收入水平越高，則家庭的預(yù)算約束越小，其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資需求就越高。因此，睡眠質(zhì)量的改善會(huì)通過(guò)提高個(gè)體與家庭的收入水平，最終對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生促進(jìn)作用。

2.健康水平

據(jù)前述文獻(xiàn)可知，睡眠質(zhì)量會(huì)影響個(gè)體的健康狀況，而后者會(huì)影響家庭在風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的投資選擇。為此，本文進(jìn)一步對(duì)健康水平的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 健康水平－中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表7中OLS回歸結(jié)果表明，睡眠質(zhì)量會(huì)對(duì)個(gè)體的健康水平產(chǎn)生正向影響，即睡眠質(zhì)量的改善會(huì)顯著提高個(gè)體的健康水平。此外，健康水平的估計(jì)系數(shù)在廣度和深度上分別為0.1774和0.0036，邊際效應(yīng)分別為0.0075和0.0015。這說(shuō)明投資者的健康水平與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間存在正相關(guān)關(guān)系，這與Rosen&Wu（2004）[19]和吳衛(wèi)星等（2011）[21]的研究結(jié)論相似。進(jìn)一步觀察表7可知，睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的廣度和深度之間仍呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。一個(gè)可能的解釋為：睡眠質(zhì)量與個(gè)體的健康息息相關(guān)（Furihata et al.，2012）[3]，睡眠質(zhì)量良好的個(gè)體往往具有更高的健康水平，反之，睡眠質(zhì)量較差的個(gè)體有更高的概率受到疾病和心理偏差的沖擊。而健康狀況的惡化會(huì)使個(gè)體與家庭受到健康風(fēng)險(xiǎn)的沖擊，并趨向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，從而家庭可能會(huì)將資產(chǎn)更多地用于提高健康水平或投資無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中?？梢?jiàn)，健康水平在睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響中起到了重要的中介作用。

3.認(rèn)知能力

考慮到睡眠質(zhì)量的好壞會(huì)影響個(gè)體的認(rèn)知能力（Walker&Stickgold，2004）[7]，而家庭的金融投資又對(duì)財(cái)務(wù)決策者的認(rèn)知能力有著較高的要求，故本文引入認(rèn)知能力，并對(duì)其可能存在的影響渠道做出分析和解釋。結(jié)果見(jiàn)表8。

表8 認(rèn)知能力－中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

觀察表8結(jié)果可知，睡眠質(zhì)量的改善會(huì)顯著提高個(gè)體的認(rèn)知能力，即兩者之間存在正向關(guān)系。同時(shí)觀察表8中Probit和Tobit的回歸結(jié)果可知，對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度而言，認(rèn)知能力的影響系數(shù)分別為0.1576和0.0014，邊際效應(yīng)系數(shù)分別為0.0061和0.0006?？梢?jiàn)認(rèn)知能力的提高會(huì)顯著促進(jìn)個(gè)體持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，這與孟亦佳（2014）[22]的研究結(jié)論基本一致。此外，表8的估計(jì)結(jié)果也驗(yàn)證了睡眠質(zhì)量仍會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的廣度和深度產(chǎn)生正向影響。本文分析認(rèn)為，睡眠質(zhì)量對(duì)于個(gè)體的認(rèn)知功能十分重要（Walker&Stickgold，2004）[7]，睡眠不足會(huì)顯著降低個(gè)體的高級(jí)認(rèn)知能力。而在投資決策中，認(rèn)知能力的提高會(huì)改變個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知能力、降低投資的信息成本，最終提高其持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的廣度和深度。因此，睡眠質(zhì)量的改善會(huì)提高個(gè)體的認(rèn)知能力，進(jìn)而對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生積極影響。

總結(jié)而言，上述結(jié)論驗(yàn)證了本文的邏輯機(jī)制，即睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響存在明確的傳導(dǎo)路徑：睡眠質(zhì)量的改善顯著提高了居民的收入水平、健康水平與認(rèn)知能力，進(jìn)而提高了家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的廣度與深度。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)

國(guó)外早期研究（Kales&Vgontzas，1992）[15]發(fā)現(xiàn)，擁有情緒不穩(wěn)定人格特征的人群在經(jīng)歷失眠后，其情緒不穩(wěn)定性顯著高于平均水平。個(gè)體人格特征作為個(gè)體心理的重要構(gòu)成，可能是睡眠質(zhì)量惡化的易感因素，也可能是長(zhǎng)期睡眠質(zhì)量不佳的結(jié)果（裴清華等，2014）[28]。此外，既有文獻(xiàn)表明，個(gè)體心理會(huì)影響家庭在風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)中的投資參與（李濤、張文韜，2015[24]；王恩澤、逯進(jìn)，2019[26]）。

基于前述文獻(xiàn)部分，本文設(shè)想：個(gè)體心理可能是睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的調(diào)節(jié)變量。若此設(shè)想成立，則睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的正向效果會(huì)因個(gè)體心理的變化而受到影響。

為此，本文將神經(jīng)質(zhì)人格①“大五”人格中，神經(jīng)質(zhì)人格特征反映了個(gè)體的消極情緒傾向與情緒的不穩(wěn)定性。作為個(gè)體心理的具體指標(biāo)，并據(jù)此構(gòu)建睡眠質(zhì)量與神經(jīng)質(zhì)人格的交叉項(xiàng)，其可以表示睡眠質(zhì)量與個(gè)體心理之間的交互效應(yīng)。本文參考李濤和張文韜（2015）[24]的經(jīng)驗(yàn)，從CFPS問(wèn)卷篩選出相關(guān)問(wèn)題（我感到情緒低落、我覺(jué)得做任何事都很費(fèi)勁、我覺(jué)得生活無(wú)法繼續(xù)）并賦值：幾乎沒(méi)有（不到一天）為1、有些時(shí)候（1～2天）為2、經(jīng)常有（3～4天）為3、大多數(shù)時(shí)候有（5～7天）為4，以得分總和來(lái)衡量神經(jīng)質(zhì)人格，得分越高表明神經(jīng)質(zhì)人格特征越明顯。

借鑒既有研究（溫忠麟等，2005）[29]，設(shè)定如下調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

其中，Mit為調(diào)節(jié)變量，Mit Xit是自變量與調(diào)節(jié)變量的交叉項(xiàng)，其他變量與基準(zhǔn)回歸一致。表9給出式（6）、（7）的估計(jì)結(jié)果。

表9 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

我們首先將神經(jīng)質(zhì)人格置于基準(zhǔn)回歸中，考察其對(duì)被解釋變量的影響。表9第（1）、（3）列中神經(jīng)質(zhì)人格的邊際效應(yīng)顯著為負(fù)，這表明，神經(jīng)質(zhì)人格特征會(huì)抑制家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資。這可能是由于神經(jīng)質(zhì)程度較高的個(gè)體在投資決策時(shí)情緒不穩(wěn)定，且更容易煩躁焦慮，這會(huì)進(jìn)一步降低個(gè)體自身對(duì)情緒的管理能力與認(rèn)知能力，最終使得投資者傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、投資保守（Kaida et al.，2015[12]）。上述結(jié)論與既往研究結(jié)論（李濤、張文韜，2015[24]；王恩澤、逯進(jìn)，2019[26]）基本一致。

為進(jìn)一步驗(yàn)證神經(jīng)質(zhì)人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們引入睡眠質(zhì)量與神經(jīng)質(zhì)人格的交叉項(xiàng)。觀察表9中（2）、（4）兩列可知，交叉項(xiàng)的邊際效應(yīng)顯著為負(fù)，這說(shuō)明神經(jīng)質(zhì)人格對(duì)睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。個(gè)體的神經(jīng)質(zhì)人格特征越明顯、心理越消極且不穩(wěn)定，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的正向影響就越弱。反之，個(gè)體的神經(jīng)質(zhì)人格特征越弱，睡眠質(zhì)量的促進(jìn)作用就越強(qiáng)。

本文分析認(rèn)為：隨著神經(jīng)質(zhì)人格特征的加強(qiáng)，睡眠質(zhì)量對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的邊際作用受到負(fù)向沖擊。這是由于神經(jīng)質(zhì)特征的增強(qiáng)伴隨著個(gè)體焦慮狀態(tài)、抑郁情緒、緊張情緒與疲勞感的增加，而這些不穩(wěn)定情緒會(huì)誘發(fā)和加重失眠，對(duì)個(gè)體的睡眠質(zhì)量產(chǎn)生惡性沖擊。此外，神經(jīng)質(zhì)人格特征較強(qiáng)的個(gè)體，其情緒往往更為消極且不穩(wěn)定，這可能會(huì)對(duì)個(gè)體的健康水平與認(rèn)知能力產(chǎn)生消極影響。而睡眠質(zhì)量之所以對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)具有促進(jìn)作用，正是由于健康水平與認(rèn)知能力是重要的影響渠道。

總結(jié)而言，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用會(huì)受到個(gè)體心理的負(fù)向影響，且個(gè)體心理的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，上述結(jié)論驗(yàn)證了前文的設(shè)想。

五、拓展討論：異質(zhì)性分析

前文基于全樣本回歸討論了睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度的影響特征。以此為基礎(chǔ)需要拓展考慮的一個(gè)問(wèn)題是，由于樣本家庭之間的差別較大，這意味著不同家庭之間風(fēng)險(xiǎn)投資的特征也將表現(xiàn)出很大不同。既有研究與前文結(jié)論也表明，家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置會(huì)受到家庭人口學(xué)特征、財(cái)富水平特征、人力資本特征以及其他特征變量的影響。為進(jìn)一步分析前述全樣本分析的結(jié)論是否在不同樣本之間存在差異，本文從城鄉(xiāng)、財(cái)務(wù)決策者的性別、和受教育程度三個(gè)角度，對(duì)由樣本差異而產(chǎn)生的家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的異質(zhì)性做出驗(yàn)證與討論。

（一）城鄉(xiāng)異質(zhì)性

一般而言，由于城鄉(xiāng)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、個(gè)體收入、個(gè)體觀念以及投資環(huán)境等方面存在巨大差距，這可能會(huì)對(duì)家庭的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生不同影響。同時(shí)，城鄉(xiāng)間生活環(huán)境與生活壓力的不同亦會(huì)影響家庭個(gè)體的睡眠質(zhì)量。綜合考慮上述兩方面的客觀現(xiàn)象，大致可以設(shè)想，城鄉(xiāng)之間家庭的睡眠質(zhì)量對(duì)投資的影響可能會(huì)存在較大差異，事實(shí)是這樣嗎？如下對(duì)此做出解析，結(jié)果見(jiàn)表10。

表10 城鄉(xiāng)地區(qū)異質(zhì)性

可以發(fā)現(xiàn)，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的影響程度在城鄉(xiāng)之間的確存在明顯差異。就城市地區(qū)來(lái)說(shuō)，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度都產(chǎn)生了顯著的正向影響，邊際效應(yīng)分別為0.0120和0.0034，說(shuō)明睡眠質(zhì)量每提高一個(gè)層級(jí)，城市家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度和深度將分別提高1.2和0.34個(gè)百分點(diǎn)。而對(duì)農(nóng)村地區(qū)來(lái)說(shuō)，睡眠質(zhì)量則僅對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度產(chǎn)生了消極影響，其抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的積極性。

對(duì)此可做出如下考慮，從實(shí)際出發(fā)，城市地區(qū)可以為家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資提供更為便利的金融信息與服務(wù)，進(jìn)而降低城市居民的投資成本與信息成本。從既有研究來(lái)看，居民的睡眠質(zhì)量在城鄉(xiāng)地區(qū)間也存在差異，即相較于農(nóng)村地區(qū)，城市居民的睡眠質(zhì)量更好（肖華等，2017）[30]。這一方面是由于城市居民往往擁有更好的生活環(huán)境、更高的收入水平以及更為完善的社會(huì)服務(wù)體系，這些都為良好的睡眠質(zhì)量提供了客觀保障。另一方面，農(nóng)村居民的受教育程度較低，其對(duì)睡眠質(zhì)量的科學(xué)認(rèn)知不足，且擁有不良睡眠習(xí)慣的可能性較高，從而農(nóng)村家庭的睡眠質(zhì)量和睡眠效率較差（陳長(zhǎng)香等，2007）[31]。當(dāng)然，對(duì)鄉(xiāng)村地區(qū)的居民而言，除了金融可得性較低、睡眠質(zhì)量較差以外，其它諸多經(jīng)濟(jì)變量也是影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的重要因素。

（二）性別異質(zhì)性

考慮到睡眠質(zhì)量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響效果可能與財(cái)務(wù)決策者的性別有關(guān)，本文對(duì)不同性別的受訪樣本進(jìn)行分類回歸，回歸結(jié)果如表11所示。

表11 性別異質(zhì)性

結(jié)果顯示，對(duì)于財(cái)務(wù)決策者為男性的家庭來(lái)說(shuō)，睡眠質(zhì)量?jī)H會(huì)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的深度產(chǎn)生影響；而如果投資決策者為女性，則其睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)投資廣度和深度的影響均顯著為正。具體表現(xiàn)為睡眠質(zhì)量每提高一個(gè)層級(jí)，家庭的風(fēng)險(xiǎn)性投資概率與比重將分別提高1.06和0.27個(gè)百分點(diǎn)。這可能是因?yàn)椋缘乃哒系K發(fā)生率高于男性，更容易產(chǎn)生睡眠問(wèn)題，且睡眠質(zhì)量對(duì)女性產(chǎn)生的負(fù)向影響更大且持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)，特別是睡眠質(zhì)量較差會(huì)導(dǎo)致女性的日間功能障礙（如乏力、反應(yīng)遲鈍、判斷能力下降等）明顯高于男性（張林、刁娟，2006）[32]，進(jìn)而影響其主導(dǎo)的家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資。同時(shí)，睡眠惡化會(huì)進(jìn)一步影響個(gè)體的健康水平與認(rèn)知能力，最終導(dǎo)致睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的影響在不同性別的樣本中出現(xiàn)差異。

（三）受教育程度異質(zhì)性

考慮到受教育水平為高等教育及以上的受訪樣本數(shù)量較少，本文根據(jù)受教育水平是否為高中及高中以上進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表12所示。

表12 受教育程度異質(zhì)性

可以發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)務(wù)決策者受教育水平不同時(shí)，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度的影響也存在明顯差異。受教育程度越高，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資越積極。對(duì)于受教育水平較高的家庭來(lái)說(shuō)，睡眠質(zhì)量每提高一個(gè)層級(jí)，其持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率和比重將分別提高2.61和0.39個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)于受教育水平較低的家庭而言，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有廣度的影響并不顯著，對(duì)持有深度的影響也遠(yuǎn)低于受教育水平較高的家庭。對(duì)此可作如下解釋：一方面，受教育水平較高的家庭從事腦力勞動(dòng)的可能性更大，受睡眠質(zhì)量的影響也更顯著；另一方面，相對(duì)而言受教育程度較高的個(gè)體擁有更高的人力資本和專業(yè)化知識(shí)，并能對(duì)已有經(jīng)驗(yàn)與信息做出更準(zhǔn)確的判斷，從而有更高的概率做出正確的投資決策。

綜上，睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生正向影響的系列特征為：在城市地區(qū)、女性為財(cái)務(wù)決策者、高教育水平的家庭中更為顯著。

六、結(jié)論與建議

本文利用CFPS2016與CFPS2018構(gòu)成面板數(shù)據(jù)，以受訪者主觀睡眠質(zhì)量評(píng)價(jià)來(lái)衡量睡眠質(zhì)量，運(yùn)用Probit模型和Tobit模型對(duì)睡眠質(zhì)量與家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度和深度的關(guān)系分別進(jìn)行了探討后，主要得出以下結(jié)論：1.睡眠質(zhì)量的提高對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的廣度與深度具有顯著的正向影響，睡眠質(zhì)量的改善對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)參與選擇與投資比重具有顯著的促進(jìn)作用。對(duì)于不同職業(yè)群體以及截面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)后，結(jié)果仍保持穩(wěn)??；2.睡眠質(zhì)量會(huì)通過(guò)收入水平、健康水平與認(rèn)知能力這三個(gè)渠道對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。神經(jīng)質(zhì)人格作為調(diào)節(jié)變量，其與睡眠質(zhì)量的交互作用和家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間也有顯著相關(guān)性；3.在城市地區(qū)、女性為財(cái)務(wù)決策者、高受教育水平的家庭中，睡眠質(zhì)量對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度和深度的影響更為顯著。

結(jié)合上述結(jié)論與中國(guó)現(xiàn)狀，本文提出以下政策建議與研究建議：

首先，我國(guó)睡眠質(zhì)量問(wèn)題日益嚴(yán)峻，大多數(shù)人正面臨著家庭生活和工作學(xué)習(xí)的雙重壓力，睡眠質(zhì)量應(yīng)當(dāng)引起全社會(huì)的高度重視。睡眠質(zhì)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響存在明確的傳導(dǎo)路徑，睡眠質(zhì)量的改善可顯著提高居民的收入水平、健康水平與認(rèn)知能力，并與居民的個(gè)體心理產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，進(jìn)而提高家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的廣度與深度。因此，我國(guó)可通過(guò)多渠道加強(qiáng)國(guó)民睡眠質(zhì)量與健康建設(shè)，注重國(guó)民睡眠健康與身心發(fā)展，減少因睡眠質(zhì)量惡化而導(dǎo)致的盲目風(fēng)險(xiǎn)偏好與不理性風(fēng)險(xiǎn)決策參與，提升睡眠質(zhì)量對(duì)居民的收入水平、健康水平與認(rèn)知能力的促進(jìn)作用，進(jìn)而增加睡眠質(zhì)量對(duì)國(guó)民風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有廣度和深度的積極影響。其次，我國(guó)正處于資本市場(chǎng)發(fā)展階段，提高家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的參與廣度和深度仍需要多方面工作相結(jié)合。一方面，應(yīng)培養(yǎng)國(guó)民對(duì)金融資產(chǎn)的關(guān)注程度，普及金融知識(shí)，提高國(guó)民在風(fēng)險(xiǎn)投資決策中的綜合分析能力，避免盲目不理性投資；另一方面，應(yīng)加強(qiáng)資本市場(chǎng)監(jiān)管與建設(shè)，提高金融體系發(fā)展水平與金融可得性。同時(shí)提高居民收入和財(cái)富水平，促進(jìn)資本市場(chǎng)繁榮發(fā)展。最后，研究睡眠質(zhì)量問(wèn)題就是探討資源優(yōu)化配置問(wèn)題，未來(lái)研究還可從睡眠質(zhì)量與其他因素的相互作用機(jī)制等方面出發(fā)，進(jìn)一步探尋睡眠質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系。